超市支配权对农民合作社“农超对接”行为的影响研究

李秀萍 郭锦墉

[摘要]基于江西省242家生鲜农民合作社的调研数据，构建heckman两阶段模型，实证分析超市支配权对合作社“农超对接”行为，即合作社是否参与“农超对接”、合作社参与“农超对接”程度的影响。结果表明：超市收取入场费不利于合作社参与“农超对接”;超市进行农产品价格垄断会降低合作社参与“农超对接”的可能性;超市缩短返款期限，能有效促进合作社参与“农超对接”，参与程度也越高。最后提出了政府应监督超市的经营行为、平衡对接主体之间的利益关系以及推进经济发达地区开展“农超对接”等相关政策建议。

[关键词]农民合作社;超市支配权;“农超对接”;heckman模型

[中图分类号]F321.42[文献标识码]A

1 引言

我国是一个农业大国，随着社会经济的不断发展，我国的农业发展也面临着生产成本不断攀升、农产品流通交易费用过高、农业的现代化发展缓慢等问题（陈庆立，2014）。为改变我国农产品流通效率低、交易费用高的困境，2008年，我国商务部、农业部决定联合开展“农超对接”试点，旨在引导超市与农民专业合作社（以下简称合作社）进行直接对接 。“农超对接”试点工作有效减少了农产品流通中间环节，为我国农产品流通市场新格局的形成带来机遇（胡定寰，2010）。2011年，商务部、农业部决定全面推进“农超对接”，以进一步推动我国农产品供给体系向高效率和高水平方向发展。我国学者运用流通学、交易费用等理论对“农超对接”模式进行了相关研究。从流通学理论出发，发现“农超对接”能有效促进农产品流通纵向一体化发展（王志刚、李腾飞，2013）;熊会兵、肖文韬（2011）基于交易费用视角发现“农超对接”模式有助于减少农产品交易的中间环节，减少资源浪费，从而降低交易费用 。另外，“农超对接”作为新型的农产品流通模式，能有效增强食品质量安全、稳定农产品价格（李莹，2011），在解决生产者“卖难”和消费者“买贵”这一问题上也具有突出优势（杨青松，2011）。因此，为促进农产品流通体系改革、进一步加快我国农业现代化发展步伐，全面推进“农超对接”势在必行（靳俊喜，2014）。

然而在小农经济占主体的农业背景下，小农户在现代农产品营销系统中处于劣势地位（胡华平，2011），难以满足“农超对接”对农产品质量、流通效率、交易环境以及冷链物流体系建设等方面的要求（杨青松，2011）。而合作社以其自身优势，整合分散的小农户融入“农超对接”流通体系，有利于保障产品质量、提高流通效率（李玲，2016）。合作社已成为推动农业供给侧结构性改革的重要力量，是促进农户增产增收的稳定渠道（中国政府网，2016-11-18）。但不可否认，合作社“农超对接”在实践过程中存在对接主体之间关系并不稳定的问题。一方面合作社由于自身规模化程度普遍较低，难以稳定地向超市提供充足、优质的农产品（郑爱文、王伟，2013;卫欣怡，2014），致使合作社在对接交易中缺乏话语权;另一方面超市在对接过程中行使支配权以追求超额利润，占据着交易的主动权，对接主体双方的权力结构失衡导致合作社与超市之间的对接关系失稳（张闯、张涛，2012），从而影响合作社“农超对接”行为（依绍华，2013）。渠道成员权利的使用状况不仅会影响其他渠道成员对渠道关系质量的感知，更会直接影响渠道主体合作行为（唐鸿，2009;魏瑞锋，庄贵军，等，2018）。合作社“农超对接”作为农产品流通渠道之一，对接双方的权力博弈状况直接影响合作社“农超对接”的行为选择，超市在对接过程中掌握绝对话语权，不利于“农超对接”的持续、稳定发展。合作社“农超对接”是农产品流通渠道的完善，合作社是否参与“农超对接”、参与程度如何更是直接影响农产品交易成本和流通效率。因此，基于合作社视角，探究超市支配权对其“农超对接”行为的影响，不仅对完善我国农产品流通渠道建设、缓解农产品质量安全问题具有重要现实意义，更有利于丰富超市支配权对合作社“农超对接”行为影响的相关文献。

2 文献回顾与研究假设

纵观学术界关于合作社“农超对接”行为影响因素的相关研究，大致可以归纳为以下两点：

一是普遍关注合作社内部因素对“农超对接”行为的影响。邢亚力（2011）提出产品种类、交易费用、交易完成时间对合作社“农超对接”行为具有影响。李莹、杨利民等（2011）认为合作社自身的注册资本、农产品品种、经营管理、生产安全和销售额等因素影响合作社“农超对接”行为。刘威（2014）发展了李莹、杨利民等学者的观点，指出影响合作社“农超对接”行为因素还应包括种植面积、管理者能力与农产品加工能力。闫金玲、赵慧峰（2013）以河北省合作社為研究对象，发现合作社农产品特征、品牌质量、年销售额以及技术水平、物流配送能力等因素影响其“农超对接”行为。郭锦墉、徐磊（2016）基于江西省的调研数据，分析得出：合作社农产品属性、冷链物流支出、合作社能力以及管理者的企业家精神等因素均会影响合作社“农超对接”行为。

二是在内容上集中于对合作社参与“农超对接”意愿、是否参与“农超对接”行为的分析，方法上多为一个阶段的回归分析。王杜春、吴瑞琳（2013）以合作社参与“农超对接”意愿为研究目标，运用probit模型实证分析了黑龙江省肇源县合作社参与“农超对接”的可行性。刘威（2014）通过构建二元Logit选择模型对河南省214家合作社的调查数据进行了实证分析，探索影响合作社“农超对接”参与意愿、是否参与行为与参与程度的因素。张俊（2015）则通过对全国63家合作社营销模式选择行为的分析，发现合作社联系买主和满足订货量的能力决定其“农超对接”流通模式的选择。

K.J.安德鲁斯（1971）运用SWOT分析法研究企业所处的竞争环境，认为企业竞争状况受到内、外部环境的共同影响 ，费德勒（1991）的泉边理论指出企业中不存在一成不变、普遍使用的管理理论，而组织行为的主导者在受到外部环境因素激发后，会做出对组织未来“最佳”的应激性策略选择（高闯、郭斌等，2012）。合作社作为一个经济组织，处在一定的竞争环境中，必然受到周围环境的制约（杨安宁，2012），合作社要实现高水平、高质量的“农超对接”，其管理者需要根据自身所处的环境、结合自身条件，采取最佳的行为选择（王金凤、张炎亮，2012）。

我国“合作社+超市”对接模式在发展的过程中，超市作为“农超对接”的主体之一，在“农超对接”交易中处于优势地位（依绍华，2013），超市支配能力的强弱、支配范围的大小，影响合作社“农超对接”行为。超市在与合作社对接过程中展现出的博弈状况对合作社“农超对接”行为产生影响（刘磊、乔忠等，2012）。超市支配能力越强，支配范围越广，则合作社在与其博弈的过程中话语权更低，处在被动方的合作社参与“农超对接”的意愿也越低。刘颖娴（2015）认为超市减免合作社入场费能促进合作社纵向一體化发展。郭锦墉、徐磊（2016）则提出超市对农产品实行价格垄断抑制了交易自由、对农产品品质要求过高会加大农产品流通难度，而超市延长对合作社的返款期限则会增加合作社运营风险。由此可见，超市支配权是影响合作社“农超对接”行为的重要外部因素。

而对合作社“农超对接”行为的研究不仅需要关注其是否参与了“农超对接”，也应该关注合作社通过“农超对接”渠道所销售的农产品比重问题，即合作社“农超对接”的参与程度如何。合作社管理者如果选择参与“农超对接”，就必须考虑需要通过“农超对接”渠道销售多少农产品的问题，这是一个决策行为的全过程。

本文基于以上分析并结合实际调研情况大胆提出假设：超市支配权对合作社“农超对接”行为具有显著的负向影响，在“农超对接”过程中，超市的支配能力越强，支配范围越广，合作社选择参与“农超对接”的可能性则越小、参与程度也越低。

3研究设计

3.1 数据来源

本文数据来自于2015年国家自然科学基金项目课题组的调研数据。课题组首先根据2015年全国农民合作社总社和江西省农业厅公布的江西省11个地（市）的统计数据，考虑到合作社的地域分布情况及课题组成员实施调研的实际难度问题，课题组选择了地理位置相对集中的24个样本县（区）。然后，将示范社作为调查样本社，再从24个样本县（区）中随机抽取普通的生鲜农产品合作社，共得到242家样本合作社。最后，课题组采取访谈法进行实地调查，且对调查问卷进行了相关检查，认定242份调查问卷均有效。

3.2 变量测度

全部变量的名称、含义、赋值及预期见表1。

3.3 模型构建

本文运用Heckman两阶段法对合作社“农超对接”参与行为的影响因素进行分析。第一阶段，运用Probit模型分析合作社是否参与“农超对接”。

（1）式中，Y=1表示合作社愿意参与“农超对接”;Y=0表示合作社不愿参与“农超对接”。

第二阶段，采用OLS法估计合作社 “农超对接”的参与程度，为解决样本抽样中的选择性偏差问题，在公式中加入逆米尔斯比率λ作为变量，得到如下方程：

（2）式中，Y表示合作社“农超对接”参与程度，β0、β1、βn和δ为带估计参数，X0、X1、…Xn为解释变量，μ为随机干扰项。

4计量结果与分析

4.1 样本描述分析

合作社是否参与“农超对接”是第一阶段考察的内容，具体结果如表2所示，在抽样的242家合作社中，参与了“农超对接”的合作社有196家，占样本总体的81%，未参加“农超对接”的合作社为46家，占样本总体的19%。

合作社 “农超对接”的参与程度是第二阶段考察的内容，结果见表3。在参与了“农超对接”的196家合作社中，“农超对接”的参与程度均值为18.8，其中最大值为75，最小值为0。可知样本合作社的“农超对接”参与程度普遍较低，且彼此之间参与“农超对接”的程度差距较大。

变量的描述性统计如表4所示，在参与了“农超对接”的196家合作社中，74%的超市选择对合作社收取入场费;超市在农产品价格上的垄断权均值为2.14，说明超市对农产品价格的垄断水平较低;超市对合作社品质要求较高，均值达4.16;返款期限平均超过了34天。

4.2 模型估计结果与分析

本文运用Heckman命令分析超市支配权对合作社“农超对接”行为的影响，两个模型均通过了显著性检验，说明数据与模型的拟合程度较好。且λ的系数不为零，在1%的水平上显著，说明样本合作社的选择存在偏差，故有必要使用Hcekman两阶段法进行分析。模型估计结果见表5。

根据模型估计结果可知：

超市对合作社收取入场费在两个阶段模型中均通过了显著性检验，且系数为负，结果表明超市收取入场费对合作社“农超对接”行为具有显著的负向影响。在第一阶段模型中，超市收取入场费对抑制合作社参与“农超对接”具有非常显著的影响，可解释为：一般的销售平台通常并不收取入场费用，当合作社管理者面对超市收取入场费用的要求时，会将超市与其他不收费的销售平台进行对比，进而在心理上产生负面抵触情绪;在第二阶段模型中，超市对合作社收取入场费的负向影响有所降低，是因为在实践过程中合作社对超市的收费要求不断适应的结果。

超市对合作社农产品的价格垄断权对合作社参与“农超对接”具有显著的负向影响，超市对农产品的价格垄断降低了合作社参与“农超对接”的可能性。原因在于合作社作为一个经济组织，其管理者选择参与“农超对接”是为了获取更高的利润，而农产品价格水平直接影响其获利水平，因而合作社对价格的把握能力越低，参与“农超对接”的可能性越低。而超市价格垄断未通过第二阶段的显著性检验，说明该因素对合作社“农超对接”参与程度并无显著影响，原因可能是对接主体一旦签订相关对接合同，就说明双方已经掌握了农产品的价格状况，同时产品价格波动在双方的预测范围之内。

返款期限通过了第一阶段模型的检验，且系数为负，说明超市缩短对合作社的返款期限，合作社参与“农超对接”可能性越大。合作社作为农产品供应商，资金的快速、有效周转有利于保障其实现正常的生产经营，而资金周转的周期状况更是直接关乎其利润水平，资金周转周期越长，合作社运营风险也越高。

合作社的注册资金通过了第二阶段模型的检验，且系数为正，表明该因素对合作社“农超对接”参与程度具有显著的正向影响。可解释为：合作社的注册资金越多，其生产规模越大、经营能力也越强，越能实现规模经济效益、满足超市的对接要求，因此参与“农超对接”程度越高。

经济发展水平通过了两个模型的显著性检验，且系数为正，并且在第二阶段的模型中显著性更强，说明区域经济发展水平对合作社“农超对接”参与程度具有更为显著的正向影响，表明区域经济发展水平越高，合作社“农超对接”的参与程度也越高、发展越成熟。

5 结论与启示

本文基于学术界关于合作社“农超对接”行为的相关理论成果，对影响合作社“农超对接”参与行为、参与程度的因素进行大胆预测，并实证分析了假设，进行了相关检验。结果表明：（1）超市收取入场费将抑制合作社开展“农超对接”;（2）超市进行农产品价格垄断会降低合作社参与“农超对接”的可能性;（3）超市缩短返款期限有助于促进合作社参与“农超对接”;（4）区域经济发达的合作社更愿意选择参与“农超对接”，参与程度也更高。

本文研究成果具有如下政策意义：（1）政府应平衡超市与合作社在“农超对接”过程中的利益关系，在一定程度上给予合作社保护政策，对超市的经营行为予以监督;（2）全面推进经济发达地区“农超对接”进程，通过辐射作用，带动周边经济相对落后地区开展“农超对接”，以促进我国“农超对接”进程。

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